Impacto do Plano Simplificado de Previdência
Social sobre as Contribuições Voluntárias ao
Sistema de Previdência
♦Miguel N. Foguel Pesquisador - Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA)
Endereço para contato: Av. Presidente Antonio Carlos, 51 - 14º andar - Centro, Rio de Janeiro - RJ CEP: 22020-010 - E-mail: miguel.foguel@ipea.gov.br
Ajax Moreira
Pesquisador - Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA)
Endereço para contato: Av. Presidente Antonio Carlos, 51 - 17º andar - Centro, Rio de Janeiro - RJ CEP: 22020-010 - E-mail: ajaxmoreira@gmail.com
Daniel Santos
Professor - Faculdade de Economia, Administração e Contabilidade de Ribeirão Preto (FEA-RP/USP) Endereço para contato: Av. Bandeirantes, 3900 - Monte Alegre - Ribeirão Preto - SP
CEP: 14040-905 - Email: daniel.ddsantos@gmail.com
Recebido em 17 de abril de 2012. Aceito em 20 de agosto de 2012.
Resumo
Em abril de 2007, com o objetivo de estimular a inserção previdenciária no Brasil, o governo federal apresentou um plano de previdência alternativo para os contribuintes individuais, o Plano Simplificado de Previdência Social (PSPS). Restringindo os optantes a requerem aposentadoria somente pelo critério de idade, o PSPS permite uma redução da alíquota de contribuição de 20% para 11% para os trabalhadores que contribuem voluntariamente sobre um salário mínimo. O principal objetivo deste estudo foi verificar se o PSPS teve algum impacto sobre a probabilidade de os trabalhadores não formais contribuírem para a Previdência Social. Para tanto, utilizou-se uma amostra aleatória do Cadastro Nacional de Informações Sociais (CNIS), uma base de dados administrativa que contém informações sobre a história previdenciária dos trabalhadores. O método empregado para estimar o impacto do PSPS foi o amplamente conhecido método das diferenças-em-diferenças. Os resultados mostram que o PSPS parece ter aumentado a probabilidade de os trabalhadores que contribuem em torno de um salário mínimo realizarem contribuição voluntária à Previdência.
Palavras-Chave
previdência social, autônomos, avaliação de impacto
Abstract
In April 2007 aiming at increasing participation of self-employed workers in the public pension system the Brazilian government launched the Plano Simplificado de Previdên-cia SoPrevidên-cial (PSPS) – Simplified Pension Plan. The plan allows a reduction of the contributory percentage from 20% to 11% for any self-employed worker who decided to contribute exactly on the value of the minimum wage. Those who opt for the plan can only retire through the age criterion. The main goal of this paper was to verify whether the PSPS had an impact on the probability of voluntary contribution to the social security system of non-formal workers. To reach that goal, we use a random sample extracted from the Cadastro Nacional de In-formações Sociais (CNIS) - Social Information National Register , an administrative database that contains information on the history of social security contributions of all workers. The method employed to estimate the impact was the well-known difference-in-differences ap-proach. The results show that the PSPS seems to have increased the probability of voluntary contribution of workers whose base of contribution is the minimum wage.
Keywords
pension system, self-employed, program evaluation
JEL Classification
C23, C25, D04, E62
1. Introdução
O Brasil possui um sistema previdenciário contributivo de repartição que garante o pagamento de benefícios futuros de aposentadoria a qualquer trabalhador que tenha cumprido as regras de contribuição previdenciária.1 Além desse fluxo de pagamentos futuros de apo-sentadoria (ou pensão, no caso de morte do trabalhador), o siste-ma também oferece um conjunto de benefícios correntes que inclui auxílio-doença e invalidez, assim como o salário-maternidade. A con-tribuição para o sistema pode ser compulsória, quando o indivíduo está empregado no setor formal (trabalhadores com carteira assinada e servidores públicos), ou voluntária (trabalhadores autônomos, sem carteira assinada e empregadores).2
1 No sistema de repartição ocorrem transferências entre gerações, ou seja, o fluxo de
paga-mentos de aposentadoria é financiado pelas contribuições dos trabalhadores atuais. Natural-mente, o sistema de repartição está sujeito a desbalanços entre os pagamentos de benefícios e contribuições previdenciárias. Esses déficits são cobertos pelo Tesouro Nacional.
2 O sistema previdenciário brasileiro é subdividido em dois grandes regimes: o Regime Geral
No período recente, o equilíbrio do sistema previdenciário vem sen-do discutisen-do tanto pelo lasen-do sen-dos gastos quanto pelo da arrecadação. O envelhecimento populacional, o aumento do tempo médio de vida, a concessão de benefícios previdenciários a parcelas da população que não contribuíram para o sistema e a concentração dos benefícios em cima de um salário mínimo real crescente são alguns dos princi-pais fatores que explicam a expansão dos gastos previdenciários nas últimas décadas. Pelo lado da arrecadação, a evasão fiscal resultante da dificuldade de cobrar tributos sobre rendimentos de trabalhado-res sem contrato formal de trabalho é um dos principais problemas enfrentados pelo sistema. Sem dúvida, além dos impactos causados pelas mudanças demográficas e institucionais, a dimensão da infor-malidade laboral é uma das mais importantes para explicar a evolu-ção do sistema previdenciário brasileiro.3 Ao estudar os impactos de um plano de previdência voltado para os trabalhadores autônomos, este artigo procura contribuir para um melhor entendimento dos efeitos da informalidade sobre o sistema de previdência brasileiro.4
Além do argumento fiscal, a inclusão de trabalhadores informais no sistema previdenciário contribui para que este atinja seu propósito de oferecer uma rede de proteção social aos trabalhadores, visto que no Brasil os benefícios previdenciários são concebidos para serem mais do que uma forma de poupança das famílias. Ao ingressar no sistema, os indivíduos passam a contar com amplo leque de possí-veis benefícios associados às mais diversas contingências, tais como acidentes de trabalho e morte do cônjuge.5 Se ainda considerarmos que os trabalhadores alocados no setor informal possuem renda rela-tivamente baixa e estão especialmente sujeitos a tais contingências,
3 Apesar de ter havido uma queda da informalidade no mercado de trabalho brasileiro, a
pro-porção de trabalhadores formais (com carteira e funcionários públicos) era ainda de 44% do total de ocupados em 2008. Em termos de contribuição à previdência, embora tenha ocorri-do uma elevação de 3 pontos de percentagem na parcela ocorri-dos trabalhaocorri-dores que contribui en-tre 2001 e 2006, o nível ainda era de 55% neste último ano. Esses números foram calculados com base nos microdados da PNAD/IBGE.
4 Vale notar que não houve um aumento significativo da parcela dos trabalhadores autônomos
contribuintes da previdência antes do lançamento do plano de previdência a ser avaliado nes-te artigo. De fato, utilizando os microdados da PNAD/IBGE entre 2001 e 2006, a proporção de trabalhadores por conta própria que contribuíam para previdência só aumentou em 1 ponto de percentagem, passando de 14,8% para 15,8%.
5 Note-se que, além de pagar benefícios programáveis de aposentadoria e pensão aos idosos,
é razoável supor que estariam dentre os que mais precisam de uma rede de proteção como a Previdência.
Além da introdução de mudanças de regras do sistema previden-ciário nas últimas décadas (por exemplo, o fator previdenpreviden-ciário e alteração da idade mínima de aposentadoria para os servidores pú-blicos), os gestores do sistema vêm fazendo um esforço para atrair trabalhadores informais que hoje não contribuem. Dentre as inicia-tivas recentes, podemos destacar a criação do Plano Simplificado de Previdência Social (PSPS) em abril de 2007, que reduziu a alíquota de contribuição de 20% para 11% para os trabalhadores que con-tribuem voluntariamente sobre o valor de um salário mínimo. Os trabalhadores que decidam aderir ao PSPS passam (continuam) a
fazer jus ao pacote de auxílios previdenciários (e.g. auxílio-doença
e salário-maternidade), porém só podem se aposentar pelo critério de idade, ou seja, exclui-se a possibilidade de o trabalhador optante requerer aposentadoria por tempo de contribuição.6
O Gráfico 1 apresenta a evolução do total de contribuintes indivi-duais e do número de trabalhadores que aderiram ao PSPS. Os nú-meros do gráfico representam a diferença de cada série em relação a seu respectivo valor em abril de 2007.7 Como se pode ver, o nú-mero de trabalhadores que aderiram ao PSPS vem aumentado desde a sua introdução, principalmente nos primeiros dois anos após sua implementação.8 Todavia, não se pode afirmar com certeza se essas
adesões resultaram da inserção de novos contribuintes individuais ou somente da migração do plano de previdência convencional para o PSPS. No entanto, o próprio Gráfico 1 fornece alguma evidência de que o PSPS pode ter promovido a inserção previdenciária, tendo em vista que o número de contribuintes voluntários aumentou. De fato, após abril de 2007, este número cresceu em comparação com o
mes-6 Podem solicitar aposentadoria por idade trabalhadores urbanos do sexo masculino a partir
dos 65 anos e do sexo feminino a partir dos 60 anos. Os trabalhadores rurais, por sua vez, po-dem requerer aposentadoria por idade com cinco anos a menos: a partir dos 60 anos, homens, e a partir dos 55 anos, mulheres. O trabalhador também poderá solicitar aposentadoria por tempo de contribuição integral ou propocional. Para ter direito à aposentadoria integral, o trabalhador homem deve comprovar pelo menos 35 anos de contribuição e a trabalhadora mulher, 30 anos. Para se requerer a aposentadoria proporcional, é necessária a combinação de dois requisitos: tempo de contribuição e idade mínima.
7 No mês de lançamento do PSPS, 5.533 trabalhadores aderiram ao programa. Nesse mês, o
número de CIs era de 3.892.481 trabalhadores.
8 Em termos de médias mensais, entre abril de 2007 e março de 2008, cerca de 60 mil
mo período do ano anterior: a taxa de crescimento de contribuintes individuais foi de -2,1% entre abril de 2006 e março de 2007, e de 6,9% entre abril de 2007 e março de 2008.
O objetivo deste artigo é estimar o impacto do PSPS sobre a proba-bilidade de que indivíduos excluídos do setor formal da economia contribuam para o sistema. Para tanto, faremos uso de microdados do Cadastro Nacional de Informações Sociais (CNIS), a única base que contém o histórico contributivo (e de pagamento de benefícios) de todos os indivíduos que em algum momento passaram pelo sis-tema previdenciário brasileiro. Tanto quanto sabemos, este é o pri-meiro artigo que faz uso dos microdados do CNIS para avaliar um programa previdenciário. Em termos metodológicos, empregaremos o método de diferenças-em-diferenças, o qual é baseado na escolha adequada dos grupos de tratamento e controle e demanda informa-ções para os períodos anterior e posterior à introdução do programa.
-1.500 -1.000 -500 0 500 1.000 1.500 jan/06 mar/ 06 mai/0 6 jul/0 6 se t/ 06 no v/06 jan/07 mar/ 07 mai/0 7 jul/0 7 se t/ 07 no v/07 jan/08 mar/ 08 mai/0 8 jul/0 8 se t/ 08 no v/08 jan/09 mar/ 09 mai/0 9 jul/0 9 Mi
lhares de trabalhadore
s
CI PSP
Gráfico 1 - Evolução do total de contribuintes individuais (CI) e de trabalhadores que aderiram ao PSPS - Diferença em relação a abril/2007
Fonte: DATAPREV.
descreve-se a metodologia empregada no trabalho. Na quinta seção, apresentam-se os resultados das estimativas do impacto do PSPS sobre a probabilidade de contribuição autônoma à previdência. Por último, a seção 6 apresenta uma síntese dos principais resultados do trabalho.
2. Sistemas Previdenciários e Trabalhadores Informais na Amé-rica Latina
Desde a implementação dos primeiros sistemas de seguridade so-cial na Alemanha do século XIX, existe a preocupação dos gestores públicos de garantir que toda a população tenha acesso a benefícios mínimos em caso de contingências adversas. Os primeiros sistemas, ditos Bismarkianos (ou PAYG – Pay as You Go), tipicamente vincula-vam o acesso aos benefícios a contribuições periódicas dos trabalha-dores formalmente contratados, e buscavam assegurar os indivíduos contra a perda da capacidade produtiva e geração de renda individual ou familiar. As contribuições são remetidas a um fundo comum e o risco é desse modo compartilhado entre seus membros.
eventuais faltas contributivas. Nesse sentido, o Brasil constitui um dos poucos casos em que todos os trabalhadores devem contribuir mensal e obrigatoriamente para um mesmo fundo que os demais trabalhadores, e para o qual a pergunta central deste artigo é parti-cularmente relevante.9
Apesar disso, existem em diversos países programas que visam à in-clusão de trabalhadores por conta própria no sistema de seguridade. Esses programas podem ser divididos entre os contributivos, isto é, cujo acesso aos benefícios depende do pagamento de contribui-ções, e os não contributivos (ou assistencialistas), geralmente des-tinados a indivíduos pobres. O programa mais comum de estímulo à contribuição previdenciária para este público na América Latina é o Monotributo, iniciado na Argentina e adaptado no Uruguai e Venezuela. Neste programa, os trabalhadores por conta própria pa-gam um imposto único com alíquota reduzida que substitui impostos de renda e contribuição previdenciária, bem como impostos inciden-tes sobre a pessoa jurídica associada ao empreendimento em questão. Em certo sentido, o Monotributo se assemelha a uma combinação do PSPS com o programa Simples brasileiro.
Uma das racionalidades para a redução de alíquotas de contribuição para os trabalhadores mais pobres é baseada em imperfeições no mercado de crédito. A esse respeito, analisando apenas os trabalha-dores de baixa renda, Neri (1998, apud Neri et al., 2007) argumen-ta que, devido ao difícil acesso dos microempresários ao crédito, a contribuição previdenciária pode ser considerada um artigo de luxo, dado que existiria um alto custo de oportunidade para esses indiví-duos pouparem.
Reduções na alíquota de contribuição e/ou aumento de benefícios para trabalhadores por conta própria vêm sendo ainda experimenta-dos em diversos países dentro e fora da América Latina, tais como China (redução de 28% para 20% dos ganhos), África do Sul (de-dução fiscal para contribuições feitas a planos oferecidos por com-panhias de seguro), Bangladesh (concessão de microcrédito a juros
9 Em países como Argentina e Uruguai (e o Chile, em processo de transição), os autônomos
subsidiados com contrapartida de depósito em poupança previden-ciária), Quênia (regime flexível de contribuições com facilitação de pagamento através de telefonia celular), e Costa Rica (participação em regime progressivo do Estado na contribuição previdenciária de trabalhadores pobres).
Outro grupo de trabalhadores que são comumente considerados in-formais no Brasil é formado por empregados sem contrato formal de trabalho. A visão predominante na América Latina é a de que uma vez que o indivíduo é assalariado, a existência de trabalhadores sem contrato se deve ao racionamento existente nas vagas oferecidas por firmas que optam por formalizar seus empregados. A inclusão des-ses trabalhadores no sistema de seguridade ficaria assim fortemente associada ao estímulo que firmas que hoje contratem informalmente deixem de fazê-lo.10
A literatura a respeito do impacto de intervenções na economia in-formal sobre a cobertura previdenciária e/ou da seguridade social é relativamente escassa. Alguns dos trabalhos existentes sugerem que os programas de simplificação tributária são atraentes: segundo Bertranou (2007), dois terços dos trabalhadores argentinos
indepen-dentes que contribuem para a previdência o fazem através do plano
simplificado (Monotributo). Lanzilotta (2009) mostra que no caso uruguaio o número de inscritos no programa Monotributo quintupli-cou entre 2003 e 2008, acelerando fortemente o processo de adesão após reforma tributária em 2007, que reduziu alíquotas e facilitou o processo de afiliação (a autora estima que 170 mil dos 300 mil trabalhadores por conta própria acabarão por potencialmente aderir ao programa). No caso de Costa Rica, Valverde (2009) mostra que a contribuição compartilhada de trabalhadores informais e do Estado elevou a taxa de afiliação dos trabalhadores por conta própria ao sis-tema previdenciário. Nesse regime, o Estado arca com parte da carga contributiva, sendo que esta parte decai com a renda do trabalhador.
No caso brasileiro, Delgado et al. (2007) fazem uma avaliação abran-gente do efeito da lei do Simples de 1996 – que simplifica a declara-ção e reduz a contribuideclara-ção previdenciária – sobre a formalizadeclara-ção do mercado de trabalho. Mostra-se que, apesar da estagnação econômica ocorrida no período 2000-2005, houve um crescimento acentuado
10
do emprego nas empresas optantes pelo programa. O artigo, no en-tanto, não utiliza um instrumental estatístico que permita atribuir ao Simples a alteração causadora desta expansão.
Não obstante, há um conjunto de autores preocupados com possíveis efeitos adversos de risco moral associados ao sistema de seguridade e a seus programas. O acesso universal a diversos tipos de seguro reduz os incentivos para que os indivíduos trabalhem e formem poupança precaucional contra esses tipos de risco, reduzindo a capacidade de financiamento do próprio sistema de seguridade.11
Tentativas de promover o acesso facilitado a um conjunto de serviços nos moldes do PSPS estimulam a poupança e contribuição de um grupo de trabalhadores que nada pagava e tinha acesso apenas parcial ao sistema de seguridade, para ajudar a financiá-lo. Os benefícios, no entanto, não são óbvios. A introdução desses mecanismos estimula potencialmente a informalização da economia, uma vez que, ceteris
paribus, trabalhadores informais têm acesso aos mesmos benefícios
dos formalizados, porém a um custo menor. De fato, é nesta direção que parte dos pesquisadores dedicados a avaliar o impacto de pro-gramas desse tipo rumou. Levy (2006), por exemplo, conclui que em países com muitos programas de seguridade, a escolha ocupa-cional dos agentes é afetada, eventualmente alocando-os em postos de baixa produtividade. Bosch e Tornel (2011) avaliam o programa mexicano Seguro Popular (que estendia o acesso a serviços de saúde a trabalhadores semiformais, isto é, que participavam apenas par-cialmente do sistema de seguridade) e concluem que um aumento de 10% na exposição ao programa reduz as chances de que um tra-balhador jovem seja formal em cerca de 2%.
11 Há outros argumentos contra os programas de seguridade social para trabalhadores
3. Base de Dados
O CNIS é um arquivo administrativo que reúne dados oriundos de um conjunto amplo de fontes de informação do governo federal, que incluem as próprias informações previdenciárias (e.g., Guia de Recolhimento do FGTS e Informações à Previdência Social – GFIP, e Guia da Previdência Social – GPS), a Relação Anual de Informações Sociais (RAIS), o Cadastro Geral de Empregados e Desempregados (CAGED) e o Sistema de Controle de Óbitos (SISOBI)). Sua prin-cipal função é permitir aos gestores previdenciários reconstruir o histórico de contribuições e outras informações necessárias para de-terminar os direitos dos indivíduos aos benefícios oferecidos pelo sistema previdenciário (aposentadorias, pensões e benefícios tempo-rários associados a condições de saúde, maternidade, etc.).
No CNIS constavam, em setembro de 2009, informações de 173 milhões de brasileiros vivos ou mortos, que representam o conjunto de pessoas com algum registro no sistema de previdência.12 Desse universo, foi extraída uma amostra aleatória de 200 mil indivíduos, que servirá de base para as estimativas do impacto do PSPS obtidas neste estudo. Além dos respectivos históricos contributivos (valor da contribuição, posição na ocupação a partir da qual a contribuição foi realizada, etc.), o banco de dados contém informações sobre sexo, data de nascimento, educação, localização geográfica referente a cada contribuição, dentre outras informações socioeconômicas dos indiví-duos. No entanto, como revela a Tabela 1, as informações cadastrais dos contribuintes são omitidas (missing) para a maioria das variáveis. De fato, como mostra a primeira coluna da tabela, apenas o sexo e a data de nascimento estão declarados para a maioria dos registros. As demais informações, das quais se apresenta apenas uma seleção, não são utilizáveis. Como se pode ver pela segunda coluna, essas constatações praticamente não se alteram se considerarmos apenas os tributos dos contribuintes individuais que não foram realizadas de forma avulsa.13 Coerente com a finalidade do cadastro, as informa-ções relativas à contribuição – tipo, data e valor – estão declaradas para a maioria de registros.
12 Como veremos, é possível que haja registros duplicados e, portanto, que as 173 milhões de
entradas representem na verdade um universo menor de indivíduos.
13 Trabalhador que presta serviço a várias empresas, mas é contratado por sindicatos e órgãos
O sistema trabalhista-previdenciário brasileiro historicamente per-mite que trabalhadores possuam mais de um número de inscrição previdenciária (tipicamente o PIS – Programa de Integração Social), fato em geral motivado pela troca de emprego ou reingresso ao mer-cado de trabalho após período de inatividade. A existência de mais de uma inscrição referente ao mesmo indivíduo pode aumentar arti-ficialmente o universo de contribuintes no Cadastro, se a dupla con-tagem não for corrigida. O Ministério da Previdência Social (MPS) e a empresa responsável pelo processamento de dados, DATAPREV, vêm ao longo do tempo empenhando intenso esforço para reduzir a incidência de dupla contagem no Cadastro, quer pela adoção de medidas administrativas que facilitem a utilização do número de inscrição inicialmente utilizado pelos trabalhadores nos diversos empregos que eventualmente tiveram em suas vidas, quer pelo de-senvolvimento de algoritmos especializados em rastrear os diversos registros de um mesmo indivíduo existentes no sistema e associá-los a um único número de inscrição principal. Estas medidas vêm sendo aprimoradas ao longo do tempo, e espera-se que a incidência de du-pla contagem tenha consequentemente diminuído com o passar dos anos.14 No CNIS, a variável que procura identificar um trabalhador é o Número de Identificação do Trabalhador (NIT), produzido a par-tir de um algoritmo que busca unificar informações de um mesmo indivíduo que entraram no Cadastro através de diferentes números identificadores (tais como o PIS).
Tabela 1 - Proporção das contribuições com dados inválidos por variável - Em %
Variável Todas Não avulsas
Unidade da Federação 40 25
Grau de instrução 50 37
Data de início do vínculo 0 0
Data de fim do vínculo 40 0
Sexo 7 7
Data de nascimento 7 7
Contribuição (tipo, data, valor) 2 2
Fonte: Tabela construída com base na amostra do CNIS.
Notas: A tabela mostra, nas linhas, variáveis cadastrais do contribuinte e a caracterização da contri-buição, e nas colunas as proporções medidas para o conjunto de todas as contribuições e para o subconjunto das contribuições que não são feitas de forma avulsa pelo contribuinte individual.
14 A falta de abrangência das informações previdenciárias/trabalhistas no Brasil no passado
Um segundo problema potencialmente importante nos dados do CNIS é a subnotificação de óbitos. As informações existentes no CNIS são abastecidas pelas constantes das guias de recolhimento preenchidas por trabalhadores e firmas no instante em que con-tribuições são realizadas, assim como por cadastros e formulários preenchidos no ato do recebimento de benefícios. Por construção, fica claro que, em períodos em que os indivíduos por algum motivo não efetuem contribuições ou recebam proventos, nenhuma infor-mação nova é providenciada. Se nosso intuito for o de reconstruir a vida contributiva dos agentes, algum tipo de tratamento precisa ser dado para estes períodos. Para tanto, é fundamental saber se o indivíduo está vivo em um período em que não haja novos registros. Informações de óbitos no CNIS só são incluídas após estes serem checados em mais de uma fonte (para evitar que pessoas ainda vivas e com direitos previdenciários pendentes sejam dadas como mortas), o que muitas vezes resulta na omissão do óbito da base. Nesses casos, um morto pode ser tomado como um vivo que não contribui para o sistema, sobre-estimando o número de vivos no CNIS.15
Resumindo, a PNAD é uma amostra representativa da população brasileira tomada no mês de setembro de cada ano, em que o indi-víduo amostrado não é acompanhado ao longo dos anos e, portanto, não é possível construir o seu histórico. O CNIS é um registro ad-ministrativo de todos os contribuintes da previdência social, do qual retiramos uma amostra com o histórico de cada contribuinte que é identificado com o NIT. As características do CNIS fazem com que os indivíduos:
1) sejam subenumerados, já que desconsidera aqueles que nunca contribuíram para a previdência;
2) sejam sobre-enumerados, pois um indivíduo pode ter mais do que um NIT devido à falha no algoritmo de identificação dos indivíduos.
A fim de reduzir eventuais problemas de sobre-enumeração de pes-soas no CNIS, a Tabela 2, assim como toda análise deste artigo,
15 Esses problemas não são exclusivos do CNIS. Rofman e Lucchetti (2009) apontam que
restringem-se aos NITs que tiveram algum registro de contribuição após o ano 2000. Isso se deve ao fato de que a qualidade das infor-mações do CNIS passa a ser melhor a partir do início da década de 2000 com a introdução da GFIP. Uma das implicações desse critério é excluir da amostra todos os indivíduos aposentados antes de 2000 que não têm registro de contribuição utilizando a GFIP.
A Tabela 2 apresenta uma comparação do CNIS com a Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), que foi utilizada como referência tanto para a população brasileira quanto para o número de contribuições realizadas à previdência.16 A tabela está apresentada por coorte decenal de nascimento e para os anos corres-pondentes ao período de análise deste estudo (2006 a 2008).
Como mostra a Tabela 2, a contagem de pessoas pelo CNIS é menor que a da PNAD, com a razão do número de pessoas entre as bases girando entre 0,62 e 0,70 para as coortes mais nova e mais velha e entre 0,77 e 0,87 para as coortes intermediárias. Essa menor popu-lação pelo CNIS reflete em parte a opção de não contar os aposen-tados antes de 2000 no CNIS e em parte o fato de que nem todas as pessoas da população passaram pelo sistema previdenciário. Embora o CNIS apresente problemas de contagem de pessoas, o mesmo não parece ocorrer no que diz respeito ao número de contribuições pre-videnciárias. De fato, como mostra a Tabela 2, a razão entre a mé-dia anual de contribuições registradas no CNIS e as contribuições reportadas pela PNAD em setembro de cada ano gira em torno da unidade para todas as coortes de nascimento e anos analisados.
A fim de minimizar os problemas de enumeração do CNIS na avalia-ção do impacto do PSPS, utilizamos informações dos contribuintes do CNIS somente para período entre abril de 2005 e março de 2009, ou seja, 24 meses antes e 24 meses após a criação do PSPS. Como a janela temporal é de apenas quatro anos, admitimos que o intervalo de análise é suficientemente curto para que a probabilidade de um trabalhador ter mais de um NIT seja suficientemente pequena. Sob essa hipótese, definimos como ativo todo trabalhador entre 15 e 70 anos de idade que tenha tido pelo menos uma contribuição no inter-valo de análise.
16
Para reconstruir a situação previdenciária dos trabalhadores de nossa amostra, o histórico do trabalhador foi completado incluindo-se re-gistros para os NITs de trabalhadores ativos para todos os meses do período em estudo nos quais o NIT não tem registro de contribuição. Estamos implicitamente admitindo que, a menos que haja informa-ção sobre o óbito do trabalhador no CNIS, NITs que desaparecem definitivamente do CNIS durante o nosso período de análise não correspondem a mortes, mas apenas a não contribuição do trabalha-dor ao sistema no período para o qual não dispomos de informação sobre ele.
Tabela 2 - Comparação entre CNIS e PNAD – 2006 a 2008 – Em milhões
Pessoas Contribuições
Coorte 1940-49 1950-59 1960-69 1970-79 1980-89 1940-49 1950-59 1960-69 1970-79 1980-89
PNAD
2006 12,2 19,2 25,2 28,2 33,8 1,7 5,6 9,3 11,2 9,3
2007 12,2 19,2 25,4 28,5 33,1 1,6 5,6 9,3 11,5 10,8
2008 12,1 19,5 25,6 28,2 32,6 1,4 5,6 9,6 11,8 12,4
CNIS
2006 8,1 15,0 20,4 24,6 22,9 1,7 5,6 9,1 11,3 8,1
2007 7,8 14,9 20,4 24,6 22,7 1,6 5,7 9,4 11,8 9,7
2008 7,5 14,9 20,4 24,5 22,6 1,5 5,8 9,8 12,4 11,3
CNIS/PNAD
2006 0,66 0,78 0,81 0,87 0,68 1,05 1,00 0,98 1,01 0,87
2007 0,64 0,78 0,80 0,86 0,69 1,02 1,02 1,01 1,02 0,90
2008 0,62 0,77 0,80 0,87 0,70 1,03 1,04 1,02 1,05 0,91
Fonte: Tabela construída com base na amostra do CNIS e da PNAD/IBGE.
Notas: O número de contribuições pelo CNIS é calculado como a soma anual de todas as contri-buições dividida por 12. As contricontri-buições previdenciárias da PNAD referem-se a qualquer trabalho (principal e secundários) do trabalhador. Somente indivíduos entre 15 e 70 anos foram considerados.
Consideramos que esse critério faz com que seja pequena a possi-bilidade de falha de identificação e por isto vamos ignorar a sobre--enumeração dos indivíduos. Os resultados apresentados são consis-tentes, uma vez que a contagem dos contribuintes é razoavelmente precisa e a contagem dos indivíduos mostra que: 1) as coortes mais jovens que tiveram menos chance de contribuir para a previdência apresentam maior evasão;17 2) as coortes mais velhas – que têm entre
55 e 65 anos – também mostram maior evasão por conta de que tem um maior contingente de aposentados; e, 3) a taxa de evasão mínima de aproximadamente 10% parece razoável.
A Tabela 3 mostra algumas estatísticas descritivas por coorte de nascimento do maior grupo de trabalhadores (grupo P0, a ser des-crito na seção a seguir) que utilizaremos para avaliar o impacto do PSPS. A tabela revela que nossa amostra é predominante composta por homens e trabalhadores mais velhos. O Salário de Contribuição, que corresponde ao valor sobre o qual a contribuição previdenciária é realizada, é mais elevado para as coortes mais antigas e mais alto para os homens. O mesmo tipo de padrão é observado para o acú-mulo de contribuições realizadas ao longo da vida contributiva dos trabalhadores.
Tabela 3 - Estatísticas descritivas por coorte de nascimento
Coorte Proporção de trabalhadores
Proporção
de homens Salário de Contribuição Número acumulado de contribuições
H M H M total H M total
1940-1949 0.29 0.31 0.53 2.6 1.8 2.2 177 128 157
1950-1959 0.35 0.34 0.55 2.1 1.6 1.9 146 114 133
1960-1969 0.31 0.30 0.55 1.8 1.7 1.8 76 65 71
1970-1979 0.05 0.06 0.50 1.6 1.5 1.5 24 22 23
1980-1989 0.00 0.00 8 7 7
total 1.00 1.00 0.54 2.2 1.7 2.0 99 78 91
Fonte: Tabela construída com base na amostra do CNIS.
4. Estimação do Impacto do PSPS
4.1 Metodologia
Para isolar o efeito do PSPS de outros eventos que podem afetar a decisão de contribuir dos trabalhadores, adotaremos a abordagem de diferenças-em-diferenças.18 Especificamente, será comparado o comportamento contributivo de um grupo de trabalhadores com maior chance de serem afetados pelo PSPS (grupo de tratamento) com o de um grupo de trabalhadores potencialmente não afetados pelo programa (grupo de controle). Essa comparação entre os dois grupos será realizada ao longo de oito semestres, sendo quatro antes e quatro depois do lançamento do programa. O efeito estará ade-quadamente isolado se as probabilidades de contribuição voluntária dos grupos de tratamento e de controle antes do PSPS evoluírem de modo semelhante. Neste caso, a diferença de probabilidades entre os grupos será (aproximadamente) constante antes do programa, e qualquer alteração nessa diferença que se verifique após o evento pode ser atribuída ao PSPS.
A escolha do período antes do programa (i.e., dos quatro semestres pré-programa) foi baseada na análise de se a diferença de probabi-lidades de contribuição entre os grupos era estatisticamente zero. Essa análise mostrou que essa diferença se tornava estatisticamente nula para quase todos os semestres anteriores ao PSPS quando não utilizávamos o primeiro trimestre de 2007. Assim, optamos retirar os primeiros três meses do ano de 2007 do cômputo do impacto do programa, ou seja, nosso período pré-programa ficou demarcado pelos quatro semestres compreendidos entre janeiro de 2005 e de-zembro de 2006.19 As razões que podem explicar por que o primeiro trimestre de 2007 apresenta tendências distintas entre os grupos são variadas, incluindo o que se costuma denominar de efeito antecipató-rio por parte dos trabalhadores, ou a possibilidade de que pelo menos uma parte das contribuições referentes a esses primeiros meses de 2007 tenham sido realizadas com a alíquota menor permitida pelo PSPS.20
18 Para resenhas metodológicas sobre esta abordagem, ver e.g. Blundell e Dias (2000, 2009) e
Meyer (1995).
19 Especificamente, consideramos os seguintes semestres pré-programa: janeiro/2005 a
ju-nho/2005, julho/2005 a dezembro/2005; janeiro/2006 a junho/2006; e, julho/2006 a de-zembro/2006; Já os quatro semestres pós-programa são: abril/2007 a setembro/2007; outu-bro/2007 a março/2008; abril/2008 a setembro/2008; e, outubro/2008 a março/2009.
A abordagem de diferenças-em-diferenças requer a estimativa da probabilidade de contribuir de forma voluntária, e a definição de um critério para distinguir os grupos de tratamento e controle. Para estimar a probabilidade de contribuir, será utilizado o histórico pre-videnciário completo dos trabalhadores ativos, que inclui os períodos em que o trabalhador não está contribuindo.
A demarcação dos grupos de tratamento e controle foi baseada em faixas salariais, de modo semelhante ao que tem sido amplamente utilizado na literatura que investiga os efeitos do salário mínimo sobre o nível de emprego e os salários (e.g., Card e Kruger (1994, 1997), Fajnzylber (2001), Corseuil e Carneiro (2001), Neumark et al. (2006)).
Vamos definir o salário típico de um contribuinte autônomo como a média do seu salário de contribuição normalizado com o salário mí-nimo corrente para o período anterior ao lançamento do PSPS (i.e., de janeiro/2005 a dezembro/2006). O salário típico é considerado como uma medida de produtividade do trabalhador em determinado instante de sua vida. Essa construção ignora a evolução da curva sa-larial e eventuais flutuações de renda ao longo do ciclo de vida, mas pode ser considerada uma aproximação razoável quando a janela de tempo é curta.21
Como os trabalhadores que têm acesso ao PSPS devem ter o salário de contribuição igual a 1 SM, definimos como o grupo de tratamen-to os trabalhadores que têm salário de contribuição igual a 1 em todo o período anterior ao PSPS, e como grupo de controle os que tem salário típico no intervalo entre 1,05 e 2 SMs. Os contribuintes que podem optar pelo PSPS são os contribuintes voluntários não empregados, de modo que nosso universo de análise ficou restrito a trabalhadores nessa situação. A contribuição relativa a empregadas domésticas é realizada pelo empregador de forma compulsória. A flexibilidade deste tipo de vínculo permite a mudança do tipo de relação de trabalho. Nas duas situações, o PSPS pode ter induzido uma modificação na relação de trabalho e por isso vão ser conside-radas quatro alternativas que combinam duas definições de contri-buinte voluntário – excluindo ou não as empregadas domésticas –, e
efetivamente realizada depois do PSPS pode ser lançada com data anterior.
duas definições para o tipo de contribuinte que é afetado pelo PSPS – os que têm pelo menos uma contribuição voluntária ou os que têm pelo menos uma contribuição voluntária e não têm contribuição compulsória.
O salário de contribuição é uma decisão do contribuinte individual, e o PSPS pode ter afetado a escolha desse valor, assim como a flu-tuação do salário de contribuição ao longo dos meses do período em estudo. A Tabela 4 apresenta a distribuição do salário de contribui-ção medido em salários mínimos separadamente para os grupos de tratamento e controle e para os meses dos períodos anterior e pos-terior ao PSPS. A tabulação foi repetida considerando dois critérios para a empregada doméstica, devido à possível ambiguidade do tipo de relação de trabalho desse grupo já discutida.
Como esperado, a Tabela 4 mostra que o grupo de tratamento é basicamente constituído de trabalhadores que contribuíram sobre 1 salário mínimo e que uma proporção bastante menor dos salários de contribuição do grupo de controle refere-se a 1 salário mínimo. A Tabela 4 também mostra que há algumas mudanças na distribui-ção de salários de contribuidistribui-ção entre os períodos pré e pós-PSPS. De fato, observa-se um pequeno espalhamento dos salários de con-tribuição do grupo de tratamento de 1 salário mínimo para outras faixas da distribuição, ao passo que para o grupo de controle ocorre um aumento da parcela dos salários de contribuição tanto para cima quanto para baixo da distribuição.
e, portanto, não temos evidências de que o PSPS tenha alterado de forma expressiva os SC declarados.
Tabela 4 - Distribuição dos salários de contribuição medidos em termos do sa-lário mínimo corrente
Empregada Doméstica Empregada Doméstica
não é autônoma é autônoma
Salário de Antes do PSPS Depois PSPS Antes do PSPS Depois PSPS
Contribuição – SC
T C T C T C T C
(em SMs)
SC = 1 1,00 0,29 0,93 0,32 1,00 0,25 0,93 0,32
1 < SC ≤ 2 0,00 0,65 0,05 0,54 0,00 0,69 0,05 0,56
2 < SC ≤ 3 0,00 0,05 0,01 0,08 0,00 0,05 0,01 0,07
SC > 3 0,00 0,01 0,01 0,06 0,00 0,01 0,01 0,05
Total 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
Fonte: Tabela construída com base na amostra do CNIS.
Nota: O salário de contribuição mensal informado no CNIS foi dividido pelo valor do salário mínimo do mês correspondente. Antes do PSPS se refere ao período entre janeiro de 2005 e dezembro de 2006; depois do PSPS corresponde ao período entre janeiro de 2007 e março de 2009, excluindo o período de janeiro a março de 2007. Os grupos de tratamento e controle estão referidos por T e C, respectivamente.
Os grupos de tratamento e controle têm uma distribuição de SC diferente, mas apresentam a mesma tendência para a probabilidade de contribuir para a previdência antes do PSPS, e este é o nosso principal resultado. Formalmente, vamos comparar os grupos de tra-tamento – ou seja, dos trabalhadores que tiveram pelo menos uma contribuição após o ano de 1999, e que declaram exatamente 1 sa-lário mínimo no período de janeiro de 2005 a dezembro de 2006, e que por definição têm direito de utilizar o PSPS – com o grupo de controle que declarou o SC no intervalo de [1.05,2] salários míni-mos e estimar a diferença da probabilidade de contribuir entre estes grupos nos semestres antes e depois do PSPS.
a de não pretendermos estimar o efeito do PSPS sobre a entrada de novos contribuintes, ou seja, indivíduos que não contribuíram antes do PSPS e que passaram a contribuir. Nesse sentido, nossos resul-tados podem ser vistos como uma subestimativa do efeito do PSPS.
4.2 Modelo
O número de contribuições já realizadas por um trabalhador – o que aqui se denominará ativo previdenciário AP – e a sua idade (Id) são determinantes da probabilidade de contribuição e do valor da próxi-ma contribuição, upróxi-ma vez que quanto próxi-maior o valor destas variáveis, menos o contribuinte precisa investir em tempo e dinheiro para ad-quirir o direito à aposentadoria.22 O modelo incorpora essas duas
variáveis com termos lineares e quadráticos, e é completado com variáveis indicadoras que identificam se o contribuinte (n) faz parte do grupo de tratamento, e se o mês t faz parte do semestre k. Os coeficientes foram estimados utilizando-se o seguinte modelo Probit:
Pr(CInt =1|z; θ) = Φ(α + Xntβ + ∑kλkEtk + γTn + ∑kηkEtkTn) = Φ(zntθ), n ϵ P (1)
No modelo, Φ(.) representa a distribuição acumulada da normal pa-drão, zn = (1, X, E1,... E6, T)n é o vetor de variáveis observadas e θ
= (α, β, λ1, ..., λ6, γ, η1, ..., η6)’ o vetor de parâmetros a serem
esti-mados. CI assume valor unitário se houve contribuição voluntária e valor zero caso contrário, o vetor X é composto das variáveis X = (AP, Id, AP2, Id2, Id*AP), T é uma variável binária com valor
unitá-rio se o trabalhador pertence ao grupo de tratamento e valor zero se pertence ao grupo de controle, Etk é uma variável dummy que é igual a um se a observação se refere ao mês t do semestre k = 1,..., 8. Nossos parâmetros de interesse são representados por ηk.
P denota o universo de análise para o qual o modelo é estimado. Considerou-se P0 o conjunto dos trabalhadores que: i) tiveram pelo menos uma contribuição voluntária não nula entre janeiro de 2005 e março de 2007; e ii) tiveram salário de contribuição médio real menor que quatro vezes o valor do SM real deste período.
22 O ativo previdenciário associado a um NIT foi calculado considerando todo o histórico
O comportamento do contribuinte que migra entre os dois tipos básicos de contribuição – voluntária ou compulsória – determina o seu perfil contributivo, e pode ser relevante na decisão de contribuir. Por isto foi definido também um subconjunto, P1, que exclui de P0
todos os contribuintes que não são estritamente voluntários.
Em oposição ao caso de um empregado formal, em que a totalidade das contribuições é compulsória, quando todas as contribuições são voluntárias, temos o caso dos profissionais autônomos que vão for-mar o grupo P1. Esses dois grupos podem ter um comportamento distinto e o foco do PSPS são os contribuintes voluntários, por isso decidimos realizar um exercício considerando apenas o grupo P1. O grupo P0 é mais amplo que o P1, pois inclui qualquer trabalhador que contribuiu pelo menos uma vez de forma voluntária. Na medida em que o PSPS pode afetar a frequência de contribuições voluntárias em geral, o grupo P0 torna-se um grupo importante para se avaliar o efeito do programa.
O empregado doméstico em princípio não pode optar pelo PSPS, mas como este tipo de trabalhador tem uma relação mais próxima com o seu empregador, é possível que, em face do PSPS, resolva pas-sar a contribuinte voluntário. Por isto foram adotadas duas definições para a caracterização do contribuinte voluntário:
• D1: todas as contribuições do tipo contribuinte individual, o que implica considerar a contribuição do empregado domés-tico como voluntário; e,
• D2: todas as contribuições do tipo contribuinte individual que não sejam de empregados domésticos
Sendo o modelo Probit não linear, o efeito sobre a probabilidade de participação do grupo de tratamento não é medido diretamente pelos coeficientes η relativos à interação da variável indicadora de tratamento (T) e da indicadora do período (E). Para se estimar o efeito num caso análogo, Puhani (2008) propôs que se utilizasse a Expressão (2) abaixo, na qual o efeito do PSPS condicional a X=x é medido por πk(θ|x) para os semestres k posteriores à introdução
do PSPS.
πk(θ|x) = E{P(CInt =1|x,T=1,E k =1,θ)} – E{P(CInt =1|x,T=0,E k=1,θ)}
A Expressão (2) é não linear e pode ser calculada para valores par-ticulares dos vetores de parâmetros e das variáveis de controle. No entanto: (1) o vetor θ é estimado e conhecemos apenas a sua distri-buição de probabilidade θ ~ N(m,v); e (2) x é observado e dispomos apenas de uma amostra aleatória {x1,..., xn}.
Estamos interessados em medir o efeito do PSPS de forma não con-dicional, isto é, obtendo a média dos efeitos para os diferentes va-lores de X. A distribuição de probabilidade empírica desses efeitos pode ser calculada com o estimador de Monte Carlo (Ripley (1987) ou Robert e Casella (2004)). Para tanto, seja uma sequência de reali-zações da distribuição θi ~ N(m,v) do vetor de parâmetros Θ={θ1,....
θn}, então a distribuição empírica desses efeitos é dada por:
Π
k={π
k(θ
1|x
1),..., π
k(θ
n| x
n)}
(3)
Com esta distribuição podemos calcular qualquer estatística, em particular o valor esperado: E(Πk), a variância V(Πk) e o intervalo
de confiança desse efeito. O modelo foi estimado separadamente por sexo e para as populações P0 e P1. Em cada caso, as estimativas foram computadas para as amostras definidas por D1 e D2.
5. Resultados
A Tabela 5, baseada na amostra D1, exibe as estimativas das diferen-ças de probabilidade de contribuição entre os grupos de tratamento e controle para os semestres anteriores e posteriores ao programa.23 As estimativas são não condicionais, pois se referem ao valor esperado das diferenças obtidas para a amostra de contribuintes. Somente as diferenças de probabilidade entre os grupos para os quatro últimos semestres representam o impacto propriamente dito do programa.
23
Tabela 5 - Efeito do tratamento por tipo de população considerando empregados domésticos como contribuintes voluntários (D1) - Não condicional
Mulheres, P0 Homens, P0 Mulheres, P1 Homens, P1
Semestre Dif. EP Dif. EP Dif. EP Dif. EP
Jul/2005
Dez/2005 -0.0118 0.0093 -0.0012 0.0091 -0.0120 0.0109 -0.0196* 0.0117
Jan/2006
Jun/2006 -0.0113 0.0093 0.0111 0.0092 -0.0120 0.0108 -0.0037 0.0105
Jul/2006
Dez/2006 0.0112 0.0093 0.0160* 0.0095 0.0097 0.0107 -0.0089 0.0107
Abr/2007
Set/2007 0.0263*** 0.0094 0.0508*** 0.0105 0.0230** 0.0116 0.0272** 0.0126
Out/2007
Mar/2008 0.0392*** 0.0098 0.0603*** 0.0113 0.0235** 0.0114 0.0364*** 0.0137
Abr/2008
Set/2008 0.0409*** 0.0100 0.0588*** 0.0114 0.0188* 0.0110 0.0376*** 0.0138
Out/2008
Mar/2009 0.0481*** 0.0110 0.0795*** 0.0140 0.0235** 0.0112 0.0579*** 0.0171
Observ. 186815 194944 145328 142463
NITs 4044 4208 3143 3066
Fonte: Estimação realizada com base na amostra do CNIS.
Notas: Dif. refere-se à diferença da probabilidade esperada entre os grupos de tratamento e controle por semestre. EP corresponde ao erro padrão. Utilizou-se o método de Puhani (2008) descrito no texto.Níveis de significância: *=10%, **=5% e ***=1%.
Como discutido anteriormente, o método de diferenças-em-diferen-ças requer que o grupo de controle apresente a mesma tendência que o grupo de tratamento para a variável de interesse antes do início do programa. Como mostra a Tabela 5, esse requerimento é quase sem-pre atendido, já que as estimativas das diferenças de probabilidade de contribuição entre os grupos são estatisticamente zero para prati-camente todos os semestres anteriores ao programa. As estimativas dos coeficientes do modelo Probit, que se encontram na Tabela 6, permitem ratificar essa afirmação.24
24 Nota-se que, apesar de a estimação do modelo Probit não permitir fazer inferências diretas
Tabela 6 - Estimativas do modelo Probit para diferentes grupos
D1 D2
P0 P1 P0 P1
Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem
AP 0,0136 0,0101 0,0262 0,0210 0,0158 0,0104 0,0295 0,0215
(0,0002) (0,0002) (0,0003) (0,0003) (0,0002) (0,0002) (0,0003) (0,0003)
Idade -0,0006 -0,0036 -0,0050 -0,0092 -0,0012 -0,0038 -0,0055 -0,0093
(0,0001) (0,0001) (0,0002) (0,0002) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0002)
AP2 -31,6932 -19,0368 -32,7035 -10,3044 -34,8524 -19,6614 -35,5027 -11,1831
(0,3715) (0,3363) (0,4860) (0,5644) (0,3599) (0,3340) (0,4678) (0,5560)
Idade2 0,8956 2,8292 4,5329 7,5893 1,4123 2,9694 5,1028 7,7086
(0,1273) (0,1344) (0,1573) (0,1763) (0,1135) (0,1339) (0,1409) (0,1746)
AP*Idade -2,4585 -0,5424 -18,9880 -17,5710 -4,5222 -0,7242 -22,8540 -17,9093
(0,3697) (0,3391) (0,5003) (0,4797) (0,3486) (0,3350) (0,4688) (0,4734)
Sem2 0,0661 0,0562 0,0691 0,1164 0,0459 0,0538 0,0500 0,1193
(0,0206) (0,0203) (0,0258) (0,0258) (0,0169) (0,0198) (0,0202) (0,0252)
Sem3 0,1140 0,0675 0,1186 0,1231 0,1008 0,0545 0,1185 0,1151
(0,0206) (0,0203) (0,0258) (0,0258) (0,0169) (0,0199) (0,0202) (0,0252)
Sem4 0,1217 0,0928 0,1220 0,1854 0,1016 0,0748 0,1182 0,1715
(0,0206) (0,0203) (0,0257) (0,0260) (0,0169) (0,0199) (0,0201) (0,0253)
Sem5 -0,0402 -0,0657 -0,0273 0,0188 -0,0654 -0,0853 -0,0315 0,0021
(0,0205) (0,0203) (0,0254) (0,0256) (0,0168) (0,0198) (0,0199) (0,0250)
Sem6 -0,1769 -0,1632 -0,1281 -0,0734 -0,1810 -0,1761 -0,1203 -0,0833
(0,0205) (0,0203) (0,0254) (0,0255) (0,0168) (0,0198) (0,0199) (0,0249)
Sem7 -0,2505 -0,2034 -0,1889 -0,1085 -0,2679 -0,2142 -0,1986 -0,1164
(0,0205) (0,0203) (0,0254) (0,0255) (0,0168) (0,0198) (0,0198) (0,0249)
Sem8 -0,3468 -0,3010 -0,2781 -0,2093 -0,3670 -0,3107 -0,2952 -0,2132
(0,0206) (0,0204) (0,0253) (0,0255) (0,0169) (0,0199) (0,0198) (0,0249)
Trat. -0,0925 -0,1363 -0,1021 -0,1223 -0,2115 -0,1510 -0,1741 -0,1281
(0,0179) (0,0176) (0,0218) (0,0219) (0,0157) (0,0173) (0,0183) (0,0215)
Sem2*Trat. -0,0325 -0,0033 -0,0374 -0,0606 -0,0105 -0,0023 -0,0167 -0,0656
(0,0254) (0,0248) (0,0309) (0,0311) (0,0221) (0,0244) (0,0258) (0,0305)
Sem3*Trat. -0,0311 0,0304 -0,0351 -0,0116 -0,0418 0,0407 -0,0621 -0,0081
(0,0254) (0,0249) (0,0309) (0,0311) (0,0221) (0,0245) (0,0258) (0,0305)
Sem4*Trat. 0,0310 0,0442 0,0298 -0,0278 0,0165 0,0596 -0,0095 -0,0189
(0,0254) (0,0249) (0,0308) (0,0312) (0,0221) (0,0245) (0,0258) (0,0306)
Sem5*Trat. 0,0726 0,1398 0,0692 0,0842 0,0697 0,1573 0,0362 0,0950
(0,0252) (0,0248) (0,0305) (0,0310) (0,0219) (0,0244) (0,0255) (0,0304)
Sem6*Trat. 0,1088 0,1669 0,0700 0,1119 0,0862 0,1774 0,0275 0,1161
(0,0252) (0,0248) (0,0304) (0,0308) (0,0220) (0,0244) (0,0255) (0,0302)
Sem7*Trat. 0,1148 0,1636 0,0559 0,1152 0,1078 0,1707 0,0320 0,1158
(0,0253) (0,0248) (0,0304) (0,0308) (0,0220) (0,0244) (0,0255) (0,0303)
Sem8*Trat. 0,1374 0,2237 0,0702 0,1773 0,1330 0,2293 0,0520 0,1729
(0,0254) (0,0249) (0,0304) (0,0308) (0,0221) (0,0245) (0,0255) (0,0303)
Constante -0,3852 0,5244 0,9157 2,1012 -0,0963 0,5757 1,0407 2,1208
(0,0387) (0,0386) (0,0480) (0,0512) (0,0333) (0,0384) (0,0402) (0,0505)
Fonte: Estimação realizada com base na amostra do CNIS.
Em relação aos impactos, os resultados se revelam positivos e estatis-ticamente significativos tanto para homens quanto para mulheres nas populações P0 e P1. A magnitude do impacto, entretanto, mostra-se distinta entre os dois sexos, sendo mais elevada para homens. Por exemplo, a Tabela 5 mostra que o efeito estimado para os homens (mulheres) na população P0 é de 5,1 (2,6) pontos de percentagem (p.p.) no primeiro semestre após o início do programa, passa a cerca de 6 (4) p.p. nos dois semestres seguintes e alcança aproximada-mente 8 (5) p.p. no último semestre de nossa análise. Embora com magnitude parecida no primeiro semestre pós-PSPS, a diferença de impacto entre os gêneros também é notável na população P1. Os Gráficos 2.1 e 2.2, que exibem tanto a diferença de probabilidade de contribuição entre tratados e controle quanto os limites inferior e superior do intervalo de confiança de 95% dessa diferença, confirma os resultados encontrados para cada grupo de gênero em P0 e em P1, respectivamente.
-6% -4% -2% 0% 2% 4% 6% 8% 10% 12% Ja n/ 05 Ju l/ 05 Ja n/ 06 Ju l/ 06
Abr/07 Out/07 Abr/08 Out/08
Diferença de probabilidad
e
mulher/P0 IC mulher/P0 homem/P0 IC homem/P0
Gráfico 2.1 - Estimativa da diferença e intervalo de confiança da diferença da probabilidade de contribuição entre os grupos de tratamento e controle – Não condicional – Amostra D1|P0
Notas: 1. Grupos: todos os contribuintes (P1); os que têm apenas contribuição voluntária (P0); D1: considerando-se empregado doméstico como contribuinte voluntário.Não condicional: média para diferentes valores das variáveis de características dos trabalhadores utilizadas no modelo.
2. As duas curvas mais grossas mostram a diferença de probabilidade de contribuição por semestre e as linhas mais finas o intervalo de confiança (IC) de 95% para essas diferenças. 3. As estimativas após a linha vertical pontilhada referem-se ao impacto do PSPS.
-6% -4% -2% 0% 2% 4% 6% 8% 10% 12% Ja n/ 05 Ju l/ 05 Ja n/ 06 Ju l/ 06
Abr/07 Out/07 Abr/08 Out/08
Diferença de probabilidad
e
mulher/P1 IC mulher/P1 homem/P1 IC homem/P1
Gráfico 2.2 - Estimativa da diferença e intervalo de confiança da diferença da probabilidade de contribuição entre os grupos de tratamento e con-trole – Não condicional – Amostra D1|P1
Notas: 1. Grupos: todos os contribuintes (P1); os que têm apenas contribuição voluntária (P0); D1: considerando-se empregado doméstico como contribuinte voluntário. Não condi-cional: média para diferentes valores das variáveis de características dos trabalhadores utilizadas no modelo.
2. As duas curvas mais grossas mostram a diferença de probabilidade de contribuição por semestre e as linhas mais finas o intervalo de confiança (IC) de 95% para essas diferenças.
A Tabela 7 e os Gráficos 3.1 e 3.2 repetem a análise para o caso em que os empregados domésticos não são considerados contribuintes voluntários (amostra D2). Exceto para as mulheres do grupo P1, os resultados são qualitativa e quantitativamente semelhantes aos an-teriores, pois, além de não evidenciarem tendências marcadamente distintas para os grupos de tratamento e controle pré-programa,25 mostram efeitos positivos e estatisticamente significativos para am-bos os sexos nas populações P0 e P1. No caso das mulheres do grupo P1, as diferenças não são significativas em todo o período. Este re-sultado pode ser justificado pelo menos em parte, se lembrarmos de que os empregados domésticos, de fato, não têm direito ao uso do PSPS - e na sua maioria são do sexo feminino.26
Tabela 7 - Efeito do tratamento por tipo de população não considerando empregados domésticos como contribuintes voluntários (D2) Não Condicional
Mulheres, P0 Homens, P0 Mulheres, P1 Homens, P1
Semestre Dif. EP Dif. EP Dif. EP Dif. EP
Jul/2005
Dez/2005 -0,0038 0,0080 -0,0008 0,0089 -0,0055 0,0089 -0,0211* 0,0117
Jan/2006
Jun/2006 -0,0150* 0,0081 0,0148 0,0091 -0,0205** 0,0101 -0,0026 0,0101
Jul/2006
Dez/2006 0,0059 0,0080 0,0217** 0,0092 -0,0032 0,0088 -0,0060 0,0102
Abr/2007
Set/2007 0,0251*** 0,0082 0,0570*** 0,0108 0,0120 0,0091 0,0306** 0,0130
Out/2007
Mar/2008 0,0307*** 0,0084 0,0638*** 0,0117 0,0092 0,0089 0,0377*** 0,0139
Abr/2008
Set/2008 0,0381*** 0,0089 0,0610*** 0,0118 0,0106 0,0089 0,0377*** 0,0138
Out/2008
Mar/2009 0,0461*** 0,0099 0,0809*** 0,0146 0,0172* 0,0092 0,0562*** 0,0167
Observ. 231238 199790 187508 146605
NITs 5006 4313 4055 3176
Fonte: Estimação realizada com base na amostra do CNIS.
Notas: Dif. refere-se à diferença da probabilidade esperada entre os grupos de tratamento e controle por semestre. EP corresponde ao erro padrão. Utilizou-se o método de Puhani (2008) descrito no texto.Níveis de significância: *=10%, **=5% e ***=1%.
25 Novamente, a Tabela 6 permite corroborar essa afirmação. 26
Gráfico 3.1 - Estimativa da diferença e intervalo de confiança da diferença da probabilidade de contribuição entre os grupos de tratamento e con-trole – Não Condicional – Amostra D2|P0
Notas: 1. Grupos: todos os contribuintes (P1); os que têm apenas contribuição voluntária (P0); D2: Não considerando empregado doméstico como contribuinte voluntário. Não condi-cional: média para diferentes valores das variáveis de características dos trabalhadores utilizadas no modelo.
2. As duas curvas mais grossas mostram a diferença de probabilidade de contribuição por semestre e as linhas mais finas o intervalo de confiança (IC) de 95% para essas
diferenças.
3. As estimativas após a linha vertical pontilhada referem-se ao impacto do PSPS.
-6% -4% -2% 0% 2% 4% 6% 8% 10% Ja n/ 05 Ju l/ 05 Ja n/ 06 Ju l/ 06
Abr/07 Out/07 Abr/08 Out/08
Diferença de probabilidad
e
mulher/P1 IC mulher/P1 homem/P1 IC homem/P1
Gráfico 3.2 - Estimativa da diferença e intervalo de confiança da diferença da probabilidade de contribuição entre os grupos de tratamento e con-trole – Não Condicional – Amostra D2|P1
Notas: 1. Grupos: todos os contribuintes (P1); os que têm apenas contribuição voluntária (P0); D2: Não considerando empregado doméstico como contribuinte voluntário. Não condi-cional: média para diferentes valores das variáveis de características dos trabalhadores utilizadas no modelo.
2. As duas curvas mais grossas mostram a diferença de probabilidade de contribuição por semestre e as linhas mais finas o intervalo de confiança (IC) de 95% para essas diferenças.
3. As estimativas após a linha vertical pontilhada referem-se ao impacto do PSPS.
-6% -4% -2% 0% 2% 4% 6% 8% 10% 12% Ja n/ 05 Ju l/ 05 Ja n/ 06 Ju l/ 06
Abr/07 Out/07 Abr/08 Out/08
Diferença de probabilidad
e
Em suma, pelos resultados obtidos constata-se que o PSPS parece ter tido um efeito positivo sobre a probabilidade de contribuição voluntária à Previdência. Mais especificamente, o programa elevou a proporção de contribuintes voluntários para o grupo de trabalhadores que contribui pelo menos uma vez de forma voluntária ao sistema previdenciário.
6. Conclusão
Neste artigo, procuramos avaliar o impacto do PSPS sobre a proba-bilidade de contribuição voluntária para o sistema de previdência no Brasil. Para tanto, foram utilizados os microdados de uma amostra do CNIS, a mais ampla base de dados administrativa sobre contribuição previdenciária no país. Embora contenha informações limitadas sobre características do trabalhador, essa amostra tem a grande vantagem de possuir o histórico contributivo dos trabalhadores. O método de identificação do impacto foi o de diferenças-em-diferenças, o qual requer que os grupos de indivíduos afetados (tratamento) e não afetados (controle) pelo programa possuam tendências comuns em relação à variável de interesse (no caso presente, contribuição volun-tária à Previdência) antes da introdução da intervenção. Utilizou-se uma versão modificada deste método que simultaneamente permite testar a validade desta condição e estimar o efeito médio do progra-ma. Especificamente, empregamos a abordagem proposta por Puhani (2008), a qual foi implementada utilizando-se o método de Monte Carlo para estimar não apenas o efeito esperado, mas também sua dispersão.
Os resultados atestam que o PSPS aumentou a probabilidade de os trabalhadores que ganham em torno de 1 SM realizarem contribui-ção voluntária. A abordagem foi repetida para diferentes conjuntos de trabalhadores, de forma a avaliar a robustez dos resultados. Essa análise confirma que cerca de um ano após seu lançamento o PSPS aumentou a probabilidade de contribuição voluntária entre 4 e 6 p.p. para os homens e entre 2 e 4 p.p. para as mulheres. Como a proba-bilidade média de contribuição voluntária pré-programa é da ordem de 57% para ambos os sexos, o impacto do PSPS em termos relativos está em torno 9% para os homens e 5% para as mulheres.27
27
Apesar de o PSPS parecer ter um impacto positivo sobre a contri-buição à Previdência, não se pode afirmar o mesmo em relação ao seu efeito sobre a arrecadação líquida do sistema. Em primeiro lugar, porque nossos resultados se referem ao aumento de contribuições daqueles que já contribuíam para o sistema, ou seja, não estamos me-dindo o impacto do programa sobre a entrada de novos contribuintes. Em segundo lugar, porque a diminuição da alíquota de contribuição não necessariamente eleva a arrecadação bruta da Previdência. Por exemplo, se os que contribuíam acima do salário mínimo decidiram contribuir exatamente sobre o valor deste piso para aproveitar a re-dução da alíquota, é possível que o total arrecadado com esse grupo diminua. Uma análise do efeito sobre novos entrantes e sobre a de-cisão de reduzir o salário de contribuição para o valor do mínimo é crucial para se calcular a relação custo-efetividade do programa. Essa análise, no entanto, está fora do escopo deste trabalho.
Os resultados deste trabalho indicam que reduções na alíquota de contribuição voluntária para a Previdência podem ter efeitos positi-vos sobre participação previdenciária no Brasil. No entanto, o método de avaliação adotado, ainda que rigoroso, não permite examinar o efeito de alterações de políticas ainda não implementadas. Uma ex-tensão deste trabalho é o desenvolvimento de um modelo estrutural de decisão contributiva capaz de prever a reação dos trabalhadores a alterações das regras previdenciárias. Naturalmente, o primeiro uso de um modelo como este seria verificar a sua capacidade de ex-plicar a reação dos contribuintes voluntários diante da alteração de alíquota promovida pelo PSPS. Este e outros exercícios serão objeto de pesquisas futuras.
Referências
BERTRANOU, F. (2007) Informal Economy, Independent Workers and Social Security Coverage in
Argentina, Chile and Uruguay, International Labour Office, mimeo.
BINET, G. e KULKE, U. (2006) Extension of social security to self-employed workers. OIT, mimeo.
BLUNDELL, R.; DIAS, M.C. (2000): Evaluation Methods for Non-Experimental Data, Fiscal Studies, vol. 21, n. 4, p. 427-468.
BOSCH, M. e TORNEL, M. (2011). Welfare Policies and ‘Informalization’: the Effect of Popular
In-surance on Semi-Formal Firms in Mexico. Anais do XXXVI Simpósio da Associação Espanhola
de Economia.
BOSH, M. e MALONEY, W. (2005) Labor Market Dynamics in Developing Countries: Comparative
______. Alternative Approaches to Evaluation in Empirical Microeconomics (2009) Journal of Human Resources, vol. 44, n. 3, p. 565-640.
CARD, D.; KRUEGER, A. B. (1994): Minimum wages and employment: a case study of the fast-food industry in New Jersey and Pennsylvania, American Economic Review, vol. 84, n. 4, p. 772-93. ______. (1995) Myth and measurement: the new economics of the minimum wage. New Jersey: Princeton
University Press, 1995.
CORSEUIL, C. H.; CARNEIRO, F. G. (2001): Os impactos do salário mínimo sobre emprego e sa-lários no Brasil: evidências a partir de dados longitudinais e séries temporais. IPEA, Texto para Discussão, n. 849.
DELGADO, G., QUERINO, A.C., CAMPOS, A., VAZ, F., RANGEL, L. e STIVALI, M. (2007): Avalia
-ção do Simples: Implicações à Formaliza-ção Previdenciária, Texto para Discussão 1277, IPEA. FAJNZYLBER, P. R. (2001): Minimum wage effects throughout the wage distribution: evidence from
Brazil’s formal and informal sectors. In: XXIX Encontro Nacional de Economia, Anais.
LEVY, S. (2006): “Social Policy, Productivity and Growth”, background paper para o estudo regional: Beyond Survival: Protecting Households from Health Shocks in Latin America, World Bank. LANZILOTTA (2009). El empleo por cuenta propia y la cobertura de seguridad social en Uruguay.
In:OIT: Trabajadores Independientes y protección social en America Latina, Bertranou, F. (org.), Capítulo 2.
MALONEY, W. (1999) “Does informality imply segmentation in urban labor markets? Evidence from sectoral transitions in Mexico”. World Bank Economic Review 13(2).
MEYER, B. D. (1995): Natural and quasi-experiments in economics, Journal of Business & Economic Statistics, vol. 13, n.2, p. 151-61.
NERI, M. (1998): Os empresários da Rocinha. Rio de Janeiro, mimeo.
NERI, M. et al. (2007): Em busca de incentivos para atrair o trabalhador autônomo para a Previdência Social, Nova Economia, vol. 17,n. 3, p. 363-394.
NEUMARK, D.; CUNNINGHAM, W.; SIGA, L. (2006): The effects of the minimum wage in Brazil on the distribution of family incomes: 1996-2001, Journal of Development Economics,vol. 80, n. 1, p. 136-159.
PUHANI, P. A. (2008): The treatment effect, the cross difference, and the interaction term in nonlinear difference-in-difference models. IZA Discussion Papers n. 3478,Institute for the Study of Labor, 2008.
ROFMAN, R.; LUCCHETTI, L. (2007): Pension Systems in Latin America: Concepts and Measurements
of Coverage, Discussion Paper 616, World Bank. RUPLEY B.B (1987): Stocastic Simulation, John Wiley & Sons.
ROBERT C.P. Casella G. (2004): Monte Carlo Statistical Methods, Springer.
